保育员辞职信范文

导语：如何才能写好一篇保育员辞职信，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

xxxx有限公司总经理室：

各位领导，我带着复杂的心情写这封次致信。由于您对我的能力的信任，使我得以加入公司，并且在短短的两年间获得了许多的机遇和挑战。经过这两年在公司从事的xx开发和xx管理工作，使我在xx开发，xx管理等领域学到了很多知识、积累了一定的经验。对此我深怀感激!

由于薪金的原因，我不得不向公司提出申请，并希望能与今年x月xx日正式离职。

对于由此为公司造成的不便，我深感抱歉。但同时也希望公司能体恤我的个人实际，对我的申请予以考虑并批准为盼。

此致

敬礼

辞职人：xxx

***年**月**日

篇2

关键词：信誉；消费者保障机制；在线评论；购买意愿

基金项目：教育部规划基金项目（12XJA790002）

作者简介：李琪（1955-），男，重庆人，西安交通大学教授、博士生导师，主要从事电子商务与网络经济研究；阮燕雅（1986-），女，广西钦州人，西安交通大学博士研究生，主要从事电子商务与网络经济研究。

中图分类号：F224.6文献标识码：A文章编号：1006-1096（2014）04-0098-06收稿日期：2013-04-26

缺乏对网上商店的信任是消费者选择不参与网上交易的主要原因之一（Gefen et al,2003），尤其对于初次交易的消费者而言，其对卖家的初始信任信念会影响其对该卖家的信任倾向,从而影响购买意愿（Kim,2012）。目前较为成熟的在线零售市场，如ebay、淘宝等均已通过制定相应的信誉机制以期望改善消费者信息劣势，促进网上交易活动的实现。而淘宝网作为国内用户群最为庞大的网上零售平台，其所采用的信誉机制主要包括在线信誉反馈机制、消费者保障机制及在线产品评论机制。目前已有一些研究表明，信誉和认证机制均能正向影响消费者的意愿支付价格（Dewally et al,2006），而且在增加消费者对卖方的信任并促进网上交易，消费者保障机制比信誉更有效（王小宁 等，2009）。同时产品评论的质量和数量，会正向影响网上消费者的购买意愿（Lin et al,2011）。但这些信誉机制是否会相互作用，通过消费者的信任提高消费者的首购意愿？各机制的影响力如何？不同性别和商品的购买金额占比是否会影响各机制的影响力？本文通过对淘宝网购消费者的调研数据，来验证以上问题。

一、文献回顾与研究假设

（一）信任基础与消费者信任信念

信任可分为初始信任和持续信任两类。其中初始信任形成基础可归结为三类：认知信任基础、制度信任基础及个人信任基础。本文借鉴已有参考文献，将卖家信誉作为认知信任基础的衡量指标，将消费者保障机制作为制度信任基础的衡量指标，个人的信任立场则用于体现个人信任基础。

1.卖家信誉

在线交易中，卖家信誉机制能有效地降低消费者的不确定性，提高消费者对卖家的诚信感知（Hwang et al,2012）。目前国内外对在线信誉的研究可大致分为两大类：第一类，在线拍卖模式下卖家信誉的作用研究。在线拍卖卖家的产品质量信誉、第三方认证等显著影响竞拍商品的最后成交价格（Dewally et al,2006）以及拍卖商品的售出率（张仙锋,2009）。第二类，卖家在线信誉对消费者即刻购买行为的作用研究。卖家信誉通过消费者感知风险或消费者的不确定性影响消费者的即刻购买行为（Xu et al）或购买意愿（Hwang et al，2012）；另外，卖家信誉水平也可通过提高消费者的信任从而增加消费者的购买意愿（Kim,2012）。而男性和女性的网上购买行为通常会呈现不同的特点（Ulbrich et al,2011）；产品的涉入度①也会影响声誉对信任信念的作用效果（陶晓波，2011），价格是产品涉入度中的“产品因素”维度的重要指标之一（Zaichkowsky，1985），对于月消费支出不同的消费群体而言，同样的产品价格对其涉入度的影响是有所差异的，因此，本文采用网购产品价格占月均支出的比例（下文简称金额占比）作为调节变量。综上，本文假设：

H1：卖家信誉影响消费者的信任信念。

H1a：卖家信誉对消费者信任信念的影响作用大小受性别影响。

H1b：卖家信誉对消费者信任信念的影响作用大小受金额占比影响。

2.消费者保障机制

加入第三方认证计划可以提高消费者信任从而增加消费者购买意愿（Jiang et al，2008）。同时认证机制能有效提高消费者意愿支付价格，使商品能卖出更好的价钱（Dewally et al）。王小宁等（2009）通过对淘宝网买家的调查数据分析，论证了消费者保障机制对促进消费者对卖方的信任和网上交易具有显著作用。但张仙锋（2009）在对淘宝拍卖数据进行研究时发现，消费者保障计划尚不能显著影响卖方的销售及售出行为。但本文认为，网络卖家对消费者保障机制的采纳，能够影响消费者的信任信念，而且这种影响可能受到性别（Ulbrich et al）和金额占比（陶晓波，2011；Zaichkowsky，1985）不同的影响。因此，本文假设：

H2：消费者保障机制影响消费者的信任信念。

H2a：消费者保障机制对消费者信任信念的影响作用大小受性别影响。

H2b：消费者保障机制对消费者信任信念的影响作用大小受金额影响。

3.个人信任立场

个人信任立场是指无论受托人是否可靠，委托人都愿意相信其是可靠的，同时相信合作能带来更高的效益，在没有掌握其他可用的信息之前，消费者的个人信任立场对初始信任信念具有巨大的影响作用（Li et al,2008），并且这种作用会受到性别的影响（Orbell et al, 1994），对于首次购买的消费者而言，他们不可能根据以往购买经验判断卖家的可信度，此时，其个人信任立场很大程度上影响其在心里所形成的初始信任信念，而且因产品涉入度不同而有所差异（陶晓波）。因此，本文假设：

H3：消费者个人信任立场影响消费者的信任信念。

H3a：消费者个人信任立场对消费者信任信念的影响作用大小受性别影响。

H3b：消费者个人信任立场对消费者信任信念的影响作用大小受金额占比影响。

（二）信任信念与消费者购买意愿

在以往关于网上购买的研究中，网站和信任被认为是影响消费者购买的两个主要因素（Gefen et al）。对于初次购买的消费者而言，其对卖家的初始信任信念会影响其对该卖家的信任倾向从而影响购买意愿（Kim）。信任往往是消费者产生购买意愿的一个信号（Gefen,2000），其显著影响在线购买意愿（Fisher et al,2009）。因此本文假设：

H4：消费者的信任倾向影响消费者的购买意愿。

(三)在线产品评论与消费者购买意愿

产品评论的质量和数量，正向影响消费者的购买意愿（Lin et al），尤其对于女性消费者而言，其影响作用更为显著（Bae et al,2011）。但对于正负面评论对消费者的影响，研究结论各不相同，金立印（2007）认为，消费者购买决策更容易受到负面评论的影响；但当消费者的先验购买概率低于0.5水平时，正面评价往往比负面评论对消费者购买决策的影响力更大（East et al,2008）。另外，对于涉入度不同的产品，消费者所花费在产品信息收集上的时间和精力有所不同（陶晓波），对于不同金额占比的产品，在线评论对购买意愿的影响可能会有所差异。因此，本文假设：

H5：在线产品评论影响消费者的购买意愿。

H5a：在线产品评论对消费者购买意向的影响作用大小受性别影响。

H5b：在线产品评论对消费者购买意向的影响作用大小受金额影响。

(四)模型构建

综上，本文构建如图1的概念模型。以卖家信誉、消费者保障机制、消费者个人信任立场和在线产品评论为自变量，消费者信任倾向为中介变量，验证其对消费者首次在线购买意愿的影响。另外，本文使用性别和网购产品价格占消费者平均月支出的比例是否超过10%②作为两个调节变量，验证男女性之间是否存在差异，购买金额占平均月消费的不同是否会导致各个机制对购买意愿影响的不同。

图1信任对消费者首次网上购买决策影响模型

二、计量设计和假设检验

（一）问卷设计与调查

本文问卷设计主要基于前人的研究基础和淘宝网的信誉机制指标实现。问卷中除了对受访者的个人基本信息进行调查外，所有观测变量均采用李克特五级量表。问卷通过纸质问卷发放的方式进行了预调查，并基于103份有效预调查问卷进行分析和问项调整。问卷的6个变量共设计了29个度量项目。最终问卷通过问卷星平台进行发放，共回收问卷586份，剔除不符合要求的问卷74份，最终获得有效问卷512份，包括男性问卷270份，女性问卷242份，问卷有效率为87.4%。另外，在512份有效问卷中，单次购买金额占平均月支出低于10%的问卷数量为204份，高于10%的问卷数量为308份。

（二）样本质量检验

1.信度和效度分析

本问卷所涉及的6个变量：卖家信誉、消费者保障机制、消费者个人信任立场、初始信任信念、在线产品评价和首次购买意愿的值分别达到0.880、0.897、0.859、0.943、0.863、0.864，均超过0.7的水平，认为本文所使用的调查问卷具有较好的一致性和可靠性。从表1的分析结果可以看出，所有的观测变量因子载荷均超过0.7，6个潜变量的KMO值和方差累积贡献率均分别达到0.7和60%以上，说明问卷具有较好的收敛效度；另外6个潜变量的AVE值均在0.5以上，可认定问卷具有良好的区分效度。

表1信度和收敛效度分析结果

潜变量观测变量因子载荷KMO方差累计贡献率%AVECronbach’s Alpha卖家信誉SR10.773SR20.857SR30.8510.84267.794%0.6000.880SR40.829SR50.805消费者

保障机制CGS10.819CGS20.854CGS30.8220.88166.272%0.5960.897CGS40.727CGS50.825CGS60.830消费者个人

信任立场TB10.844TB20.8570.80370.728%0.6100.859TB30.857TB40.804初始信任

信念ITB10.857ITB20.853ITB30.8510.88677.889%0.7310.943ITB40.923ITB50.910ITB60.898在线产品

评价OR10.785OR20.803OR30.8410.85564.633%0.5590.863OR40.798OR50.792首次购买

意愿PI10.873PI20.9160.72078.859%0.6810.864PI30.874Cronbach’s Alpha=0.940；KMO=0.927；df=406；Sig=0.000

2.结构方程模型检验

本文通过Amos17.0对初始模型进行拟合估计，从拟合结果可以看出，模型的相对拟合优度和绝对拟合优度基本符合结构方程模型估计要求，可对模型进行进一步修正。本文根据MI值对模型进行了两次修正。分别是建立初始信任信念中“卖家的合格产品提供能力”和“卖家顾客需求满足能力”的双向相关以及“卖家公平性” 和“卖家顾客需求满足能力”的双向相关。网络购物中合格的产品是顾客购买中最基本的需求，而公平对待通常也是顾客在购买过程中的需求之一，因此各自的两者之间存在相关性是合理的。本文在对最终模型拟合时，除了拟合整体模型外，还引进调节变量“性别”和“购买金额占平均月消费比例是否超过10%”进行拟合，结果如表2后半部分所示。从各指标均可看出，修正后模型的拟合优度有所改进，达到较好的水平。

表2初始模型及修正模型拟合估计结果

拟合指数卡方值

(自由度)GFICFINFIIFIRMSEAAICBCCEVCI修正前

整体模型1608.635***

（369）0.822

0.880

0.850

0.880

0.081

1740.635

1748.868

3．406

修正后

整体模型959.731***

（367）0.887

0.941

0.911

0.942

0.058

1123.731

1133.960

2.199

Male

826.319***

(367)0.827

0.913

0.859

0.914

0.061

990.319

1010.905

3.681

Female

626.152***

(367)0.851

0.946

0.885

0.946

0.057

790.152

813.470

3.279

Under

10%1611.828

(706)0.871

0.937

0.894

0.938

0.042

1939.828

1978.757

2.717

Above

10%1816.421

(706)0.870

0.934

0.897

0.935

0.044

2144.421

2172.474

2.622

（三）假设检验

1.整体假设检验

本文在引入两个作为调节变量之前首先对模型进行整体的假设检验，基于修正后的结构方程模型，使用Amos17.0进行运算，其路径系数估计结果如图2所示。

注：***表示p

*表示p

图2整体假设检验路径系数估计结果

2.调节变量作用假设检验

（1）调节变量效果检验

本文采用多群组SEM法对模型进行调节变量作用假设检验，引入3个限定模型来检验群组间是否存在差异。从表3的结果数据可以看到，性别作为调节变量的多群组检验中，M2和M3的卡方值均未能达到显著水平（p>0.05）。而在单品购买金额占平均月支出比例作为调节变量的检验中，M3的卡方值达到了显著水平（p=0.049），其中b1_1和b1_2及b5_1和b5_2的路径系数差分别为2.195和2.686，在的显著性水平差存在差异。

表3多群组SEM法检验结果

调节变量模型DFΔχ2P性别非限定―――测量权重2318.401.735结构权重5.670.985非限定―――购买金额比例测量权重2322.105.514结构权重59.627.049

（2）调节变量效果分析

从图3和图4的估计结果可以看出，在单品购买金额占平均月支出比例超过10%的分组中，5个路径均较好地通过了显著性检验；但是，当该比例低于10%的水平时，卖家信誉对初始信任信念（p=0.171）以及在线产品评论（p=0.408）对消费者购买意愿的影响，未能通过假设检验（p>0.1），而只有消费者保障机制和消费者个人信任立场的假设得以验证。

注：***表示p

*表示p

图3单品购买金额占平均月支出比例超过

10%路径系数估计结果

注：***表示p

*表示p

图4单品购买金额占平均月支出比例低于

10%路径系数估计结果

（四）结果讨论

从以上假设检验结果，可对本文的假设做以下判断：

1.卖家信誉、消费者保障机制以及消费者个人信任立场显著影响消费者的初始信任信念。其中消费者保障机制提高消费者的初始信任信念最为有效。同时，卖家的信誉以及消费者的个人信任立场，也会正向影响消费者的初始信任信念，从其路径系数可以看出，其影响程度基本相同，从而前文假设H1、H2、H3成立。

2.消费者的初始信任信念对消费者的购买意愿存在非常显著的正向影响，验证前文假设H4。同时，卖家信誉、消费者保障机制和消费者信任，通过初始信任信念的中介作用，对消费者的购买意愿产生显著的正向影响，即良好的卖家信誉、消费者保障机制的采用以及消费者较为容易信任别人的立场，都能增加消费者对卖家的初始信任信念从而提高消费者的购买意愿。

3.在线产品评论影响消费者的购买意愿，验证前文假设H5。但从其路径系数来看，其影响作用要远小于卖家信誉和消费者保障机制，路径系数仅为0.087，显著水平为P=0.040。

4.卖家信誉、消费者保障机制、消费者个人信任立场通过消费者初始信任信念的中介作用对消费者购买意愿的影响，以及在线产品评论对消费者购买意愿的影响，不因消费者的男女性别而有差异。即H1a、H2a、H3a和H5a不成立。

5.价格占平均月消费的比例（10%）调节作用显著。对于网购金额占比低于10%的产品和服务，消费者的购买意愿更多地受到消费者保障机制以及其个人的主观判断的影响，而对于高于10%的产品和服务，消费者在做出购买决策前，不仅会关注卖家是否加入了消费者保障机制，还会将卖家的信誉以及在线产品评价纳入其考虑的范围，更谨慎地去做出判断，因此，H1b、H2b、H3b和H5b成立。

三、研究结论

本文通过问卷调查，借助SEM方法，引入卖家信誉、消费者保障机制、消费者信任立场、消费者初始信任信念以及在线产品评价等五个变量验证其对在线消费者首次购买意愿的影响，同时将性别和网购产品价格占平均月消费比例视为两个调节变量，检验其调节作用。从检验结果可得出以下结论：卖家信誉、消费者保障机制和消费者信任立场通过影响消费者初始信任信念正向影响消费者的在线购买意愿，其中消费者保障机制的作用最为明显，而卖家信誉和消费者信任立场的作用效果相当；另外，在线商品评论同样正向影响消费者的首次在线购买意愿，但影响作用相对最小；对于男性和女性消费者而言，其在线首次购买意愿所受到的卖家信誉、消费者保障机制、消费者信任立场和在线产品评论的影响，并不存在性别上的显著差异。但是，对于购买金额占比超过10%的购买行为，消费者会同时关注卖家信誉、消费者保障机制和在线产品评论；而低于10%的购买中，卖家信誉和在线产品评论的影响效果不显著，消费者更倾向于关注卖家是否加入了消费者保障机制以及自我的主观判断。本文的研究结论对在线卖家提高消费者首次购买意愿，具有一定的指导或参考意义。

①产品涉入，是指消费者对于产品的重视程度或消费者对于产品的主观意识。

②结合问卷样本数量特征和调节变量引入的方便，本文仅以10%作为临界点检验产品价格占消费者平均月支出的比例是否会影响消费者的购买决策。读者也可以自行设置其他比例进行验证。

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Impacts of Reputation, Consumer Guarantee System and Online Reviews

on Online Customers’ First Purchase Intention

LI Qi, RUAN Yanya

(School of Economics and Finance, Xi’an Jiao Tong University, Xi’an 710061, China)